Tijdschrift voor Economie en Management Vol. L., 2, 2005
EINDVERHANDELINGEN
De dollargevoeligheid van Belgische aandelen: een vergelijking voor versus na de invoering van de euro Peter VOET (KULeuven, Licentiaat TEW (2004)) Promotor: Prof. Nancy Huyghebaert Werkleider: Wim Celen Deze thesis handelt over de gevoeligheid van een aantal Belgische ondernemingen aan schommelingen in de dollarwisselkoers. Momenteel is de dollar goedkoper dan de euro. Een goedkope dollar zou ongunstig zijn voor Europese ondernemingen, dit aangezien de export vanuit de Verenigde Staten richting Europa relatief goedkoper wordt dan deze in omgekeerde richting. In theorie klinkt dit allemaal juist, maar is dit in de praktijk wel werkelijk zo? We onderzochten de gevoeligheid van de aandelenkoersen van een 19-tal Belgische bedrijven t.o.v. veranderingen in de dollarkoers, onder andere gebruik makende van een eenvoudige correlatietest. Daarnaast hebben we ook een regressiemodel opgesteld dat gebaseerd is op het Capital Asset Pricing Model van Adler en Dumas (1983) uitgebreid met de ondernemingsgrootte en de verhouding van de marktwaarde over de boekwaarde volgens Fama en French (1992). Tot slot namen we nog de internationale marktrisicopremie op in het model.
De theorie De twee markten die deze thesis bestudeert, zijn enerzijds de wisselmarkt en anderzijds de aandelenmarkt. Het is vanzelfsprekend dat de eerste twee hoofdstukken van deze thesis aan deze markten gewijd zijn. Het eerste hoofdstuk geeft een overzicht van de verschillende concepten betreffende wisselkoersen. In dit hoofdstuk wordt ook duidelijk gemaakt wat wisselrisico inhoudt, en de motieven waarom een onderneming zich tegen wisselrisico zou kunnen beschermen. Wisselrisico kan invloed uitoefenen op de waarde van een onderneming indien naar de toekomstige cashflows gekeken wordt. Verder wordt het effect van de invoering van de euro op de internationale handel besproken; het wisselrisico zou nu wel eens kunnen verschuiven van Europese ondernemingen naar ondernemingen elders, die nu het wisselrisico opnemen. Het tweede hoofdstuk is gewijd aan de aandelenmarkt. Een eerste
onderwerp dat aangekaart wordt, is de marktefficiëntie. Het is van belang dat marktefficiënte behandeld wordt, aangezien deze weergeeft in welke mate nieuwe informatie weerspiegeld wordt in de aandelenkoers; dit houdt ook informatie betreffende de wisselkoers in. Een laatste punt dat behandeld wordt in dit hoofdstuk is de invloed van de invoering van de euro op de aandelenkoersen, dit laatste op basis van een paper die de invloed van de invoering van de euro nagaat op de Duitse DAX index. Het derde hoofdstuk gaat de confrontatie aan tussen de basiselementen van deze thesis. Er wordt nagegaan of het de wisselkoersen zijn die een invloed uitoefenen op de aandelenkoersen of omgekeerd. We geven een overzicht van de verschillende visies hierop; aan de hand van wat er in het verleden gepubliceerd werd rond dit onderwerp. Het laatste hoofdstuk van het theoretische deel leidt tot de specificatie van de statistische modellen dewelke gehanteerd worden bij de meting van de dollargevoeligheid van Belgische aandelen.
De studie De empirische studie van deze thesis is opgebouwd uit drie delen. Een eerste deel is een eenvoudige correlatietest tussen de aandelenrendementen en de wijzigingen in de wisselkoers. In een tweede deel wordt een regressie getest in een model met alle ondernemingen samen, zowel voor als na de invoering van de euro. In het laatste deel wordt een regressiemodel uitgevoerd per onderneming afzonderlijk zowel voor als na de invoering van de euro.
Correlatietest We bestudeerden de correlaties tussen de maandelijkse Belgische aandelenrendementen en de maandelijkse wijziging in de euro/dollarwisselkoers tussen 1 januari 1994 en 1 januari 2004. Een correlatiecoëfficiënt geeft weer in welke mate twee variabelen samen bewegen en varieert tussen +1 in geval van perfect positieve correlatie en -1 in geval van perfect negatieve correlatie. De termijn is opgesplitst in een periode vóór en na de invoering van de euro. Het resultaat wordt weergegeven in Tabel 1 (zie Bijlage). We stellen vast dat in de periode voor de invoering van de euro op basis van maandelijkse gegevens Dexia, KBC, Fortis, Deceuninck en Delhaize de 5 koplopers zijn, met allen een significant positieve correlatie. Deze positieve correlatie betekent dat indien de euro deprecieert ten opzichte van de Amerikaanse dollar, de aandelenrendementen in positieve zin evolueren. In de periode na de invoering van de euro zijn er slechts twee ondernemingen die een significante correlatie hebben. Het zijn Recticel met een correlatie van 0.261 en Colruyt, waar de correlatie zelfs negatief is: -0.262. Voor de invoering van de euro is voor alle ondernemingen samen de correlatie significant positief; deze bedraagt 0.295. Na de invoering
van de euro bedraagt de correlatie -0.021, wat niet significant verschillend is van nul. Op basis van deze test kan dus geconcludeerd worden dat na de invoering van de euro de dollargevoeligheid van Belgische aandelen minder significant geworden is. Dit is een opmerkelijk resultaat gegeven de sterke depreciatie van de dollar gedurende de laatste jaren.
Regressiemodel voor alle ondernemingen samen Een correlatietest is een eerder beperkte test daar deze geen rekening houdt met andere factoren die ook een invloed kunnen uitoefenen op aandelenrendementen. Daarom hebben we ook een multivariaat regressiemodel opgesteld waarin we de maandelijkse aandelenrendementen van de ondernemingen verklaren aan de hand van verscheidene andere variabelen naast de maandelijkse veranderingen in de wisselkoers. Een eerste additionele verklarende variabele die we in het model opnemen, is de aandelenbèta. Deze aandelenbèta geeft weer in welke mate het aandelenrendement gelijk evolueert met het rendement van de marktportfolio. We verwachten dat deze aandelenbèta een significante invloed zal uitoefenen op de aandelenrendementen aangezien aandelenrendementen voor een groot deel verklaard worden vanuit de evolutie van de markt. Daarnaast nemen we ook de grootte van de onderneming in het model op, waarvoor we de marktkapitalisatie als proxy gebruiken. We verwachten dat aandelenrendementen van kleine bedrijven te hoog zouden zijn gegeven enkel hun bèta. Daarentegen zouden rendementen van grote bedrijven te klein zijn. Door het opnemen van de ondernemingsgrootte wordt dit size-effect (Banz (1981)) tegengegaan. De marktwaarde ten opzichte van de boekwaarde dient ook in acht genomen te worden. We verwachten dat een lagere ratio gepaard gaat met hogere toekomstige rendementen (Fama en French (1992)), dit omdat bedrijven met slechte winstvooruitzichten volgens de beleggers op de markt, bijgevolg gekenmerkt door laag gewaardeerde aandelen en dus lage ratios, hoger verwachte aandelenrendementen hebben (Chan en Chen (1991)). Een volgende element waarmee we rekening houden is de internationale marktrisicopremie. Deze meet het excessrendement dat men zou bekomen door risicovrij te beleggen in de Verenigde Staten in plaats van risicovrij te beleggen in het land van de referentiemunt, zijnde België. Vanzelfsprekend wordt in het regressiemodel de maandelijkse verandering in de wisselkoers opgenomen. Het regressiemodel ziet er dan als volgt uit: Ln(Aandelenrendement) = Rf + b1t*Aandelenbèta + b2t*Ln(Marktkapitalisatie) + b3t*(Marktwaarde/boekwaarde) + Ln(Wisselrendement) + Ln(Internationale marktpremie) + Restterm Dit regressiemodel wordt geschat voor alle ondernemingen samen, in de periode voor en na de invoering van de euro. We vinden dat in de periode
voor de invoering van de euro, zijnde de periode 1 januari 1994 tot en met 31 december 1998, drie van de vijf verklarende variabelen statistisch significant gerelateerd zijn met de aandelenrendementen van de bestudeerde Belgische ondernemingen. De aandelenbèta oefent een positieve invloed uit op het aandelenrendement alsook de verhouding van de marktwaarde over de boekwaarde. De positieve invloed van de aandelenbèta op de aandelenrendementen strookt met de verwachting dat een onderneming met een hoog marktrisico een groter rendement dient te halen. Het is echter het geval dat de positieve invloed van de marktwaarde over de boekwaarde niet in lijn is met de verwachting dat ondernemingen met een lagere ratio, hoger verwachte rendementen zouden hebben. Het wisselrendement oefent een significant positieve invloed uit op de aandelenrendementen van de Belgische ondernemingen. Dit betekent dat in geval van een depreciatie van de euro ten opzichte van de Amerikaanse dollar, de aandelenrendementen in positieve zin beïnvloed worden. Omgekeerd, in geval van een appreciatie van de euro ten opzichte van de Amerikaanse dollar worden de aandelenrendementen in negatieve zin beïnvloed. In de periode na de invoering van de euro (1 januari 1999 tot en met 1 januari 2004) was gebruik makende van hetzelfde model nog slechts één verklarende variabele statistisch significant: de internationale marktrisicopremie, die een negatieve invloed uitoefent op de Belgische aandelenrendementen. Dit betekent dat indien het rendement behaald op een risicovrije belegging in de Verenigde Staten stijgt ten opzichte van een risicovrije belegging in België de Belgische aandelenrendementen in negatieve zin evolueren.
Regressie per onderneming afzonderlijk Nu werd zowel voor als na de invoering van de euro per aandeel afzonderlijk het onderstaande model getest. Ln(Aandelenrendement) = Rf + b1t*Ln(Marktrisicopremie) + b2t*Ln(Marktkapitalisatie) + b3t*(Marktwaarde/boekwaarde) + Ln(Wisselrendement) + Ln(Internationale marktpremie) + Restterm Hier worden weinig significante resultaten gevonden; enkel de aandelenkoers van Recticel vertoont een significant verband met wisselkoerswijzigingen en dit tijdens de periode na de invoering van de euro.
Conclusie In het algemeen kan gezegd worden dat voor de invoering van de euro een significant verband bestaat tussen de evolutie van de wisselkoers en het
rendementen van een steekproef van Belgische ondernemingen. Daarnaast zijn ook de aandelenbèta en de marktwaarde over de boekwaarde significant verklarende variabelen. In de periode na de invoering van de euro wordt nog slechts de internationale marktrisicopremie significant bevonden.
BIJLAGE TABEL 1
Significant op 5%niveau
Na de invoering van de euro: de periode 1 januari 1999 t.e.m. 1 januari 2004
Correlatie met dollarwisselkoers
Significant op 5%niveau
0,543
ja
Recticel
0,261
ja
KBC
0,485
ja
GBL
0,201
nee
Fortis
0,463
ja
Umicore
0,087
nee
Deceuninck
0,446
ja
D'Ieteren
0,062
nee
Delhaize
0,44
ja
Telindus
0,034
nee
Tessenderlo
0,413
ja
Tessenderlo
0,024
nee
UCB
0,394
ja
Delhaize
0,016
nee
Umicore
0,363
ja
Fortis
0,015
nee
GBL
0,361
ja
CMB
0,013
nee
Barco
0,33
ja
Dexia
-0,023
nee
Solvay
0,291
ja
KBC
-0,046
nee
Solvus
0,291
ja
Solvus
-0,093
nee
Telindus
0,272
ja
Deceuninck
-0,113
nee
Bekaert
0,263
ja
Bekaert
-0,122
nee
Voor de invoering van de euro: de periode 1 januari 1994 t.e.m. 31 december 1998
Correlatie met dollarwisselkoers
Dexia
D'Ieteren
0,26
ja
UCB
-0,142
nee
CMB
0,228
nee
Solvay
-0,154
nee
Electrabel
0,228
nee
Electrabel
-0,204
nee
Colruyt
0,168
nee
Colruyt
-0,262
ja
Recticel Alle ondernemingen samen
0,096
nee
-0,73
nee
0,295
ja
Barco Alle ondernemingen samen
-0,021
nee
Regressie met alle ondernemingen samen: samenvatting van de resultaten Dependent Variable: Ln(Aandelenrendement) Method: Least Squares Sample: 1 1086 Included observations: 1086 Periode 1 januari 1994 tot en met 31 december 1998 Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Rf -0.005128 Aandelenbèta 0.026597 Ln(Marktkapitalisatie) -0.000474 Marktwaarde / 0.012089 Boekwaarde Ln(Internationale -1.690480 marktpremie) Ln(Wisselrendement) 0.963815
0.035438 0.008035 0.001712 0.002621
-0.144715 3.309999 -0.276878 4.611532
0.8850 0.0010 0.7819 0.0000
2.462609
-0.686459
0.4926
0.097125
9.923414
0.0000
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)
Variable
0.110012 0.105892 0.077662 6.513936 1237.191 1.985999
0.020151 0.082132 -2.267386 -2.239815 26.70002 0.000000
Dependent Variable: Ln(Aandelenrendement) Method: Least Squares Sample: 1 1159 Included observations: 1159 Periode 1 januari 1999 tot en met 1 januari 2004 Variable
Coefficient
Std. Error
t-Statistic
Prob.
Rf -0.040977 Aandelenbèta -0.004253 Ln(Marktkapitalisatie) 0.001792 Marktwaarde / 0.005549 Boekwaarde Ln(Internationale -4.610090 marktpremie) Ln(Wisselrendement) 0.001843
0.042381 0.009672 0.002058 0.003869
-0.966869 -0.439765 0.870638 1.434064
0.3338 0.6602 0.3841 0.1518
2.140081
-2.154166
0.0314
0.100834
0.018277
0.9854
R-squared Adjusted R-squared S.E. of regression Sum squared resid Log likelihood Durbin-Watson stat
Mean dependent var S.D. dependent var Akaike info criterion Schwarz criterion F-statistic Prob(F-statistic)
0.005606 0.001294 0.091949 9.748193 1124.435 1.915036
0.000105 0.092009 -1.930000 -1.903829 1.300035 0.261384
Regressie per onderneming afzonderlijk: samenvatting per onderneming voor de invoering van de euro Onderneming
Barco Bekaert CMB
Colruyt Deceuninck Delhaize Dexia D’Ieteren Electrabel Fortis GBL KBC Recticel Solvay Solvus Telindus Tessenderlo UCB Umicore
Significante variabelen
R²
Globale significantie van het model aan de hand van de p-waarde van de F-statistiek
Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Market-to-book Ln(marktrisicopremie) Market-to-book Ln(Internationale marktpremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) / Ln(marktrisicopremie) / Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Market-to-book Ln(marktrisicopremie) Ln(marktkapitalisatie) Ln(marktkapitalisatie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(internationale marktpremie) Ln(marktrisicopremie)
0.48 0.60
0 0
0.30
0
0.30 0.55 0.51 0.47 0.28 0.22 0.55 0.54 0.75 0.25 0.62
0 0 0 0.029 0 0 0 0 0 0 0
0.20 0.19 0.39 0.66
0.016 0.019 0 0
0.37
0
Samenvatting per onderneming na de invoering van de euro Onderneming
Significante variabelen
R²
Globale significantie van het model aan de hand van de p-waarde van de
F-statistiek Barco Bekaert CMB Colruyt Deceuninck Delhaize Dexia D’Ieteren Electrabel
Fortis GBL KBC
Recticel Solvay Solvus Telindus Tessenderlo
UCB Umicore
Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Market-to-book Ln(marktrisicopremie) Market-to-book Ln(marktrisicopremie) Internationale marktpremie Ln(marktrisicopremie) Ln(internationale marktpremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktkapitalisatie) Ln(internationale marktpremie) Ln(marktkapitalisatie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktkapitalisatie) Ln(internationale marktpremie) Wisselreturn Ln(marktrisicopremie) Ln(marktkapitalisatie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktkapitalisatie) Ln(internationale marktpremie) Ln(marktrisicopremie) Ln(marktrisicopremie)
0.28 0.42
0 0
0.32
0
0.24
0
0.33
0
0.39 0.61 0.29 0.28
0 0 0 0
0.71 0.40 0.60
0 0 0
0.14 0.53
0.064 0
0.23 0.09 0.17
0 0.136 0.011
0.32 0.30
0 0
De invloed van de belastingen en de faillissementskosten op de looptijd en maturiteitsstructuur van de schulden: theorie en empirisch onderzoek Alexis VAN BAELEN (KULeuven, …………………(2004)) Promotor: Prof. Dr. Linda Van de Gucht Werkleidster: Marie Dutordoir
In de verhandeling ‘De invloed van de belastingen en de faillissementskosten op de looptijd en maturiteitsstructuur van de schulden’ wordt een licht geworpen op een relatief weinig onderzocht onderwerp. De looptijd en de daarmee samenhangende maturiteitsstructuur van schulden heeft altijd in de schaduw van de veel onderzochte kapitaalstructuur geleefd. Niet alleen omwille van deze reden maar tevens omwille van de praktische relevantie, heeft deze verhandeling de looptijd en maturiteitsstructuur beslissing onder de loep willen nemen. Bij een concrete financieringsbeslissing wordt niet alleen het bedrag maar tevens de looptijd van de schulden gekozen. Het blijft niet bij deze looptijdbeslissing. Een tweede beslissing dringt zich op namelijk, welke structuur de onderneming wil geven aan de looptijden. De onderneming moet beslissen of ze, bijvoorbeeld, een éénmalige langlopende schulduitgifte wil aangaan of eerder een sequentie van meerdere schulduitgiften van al dan niet dezelfde looptijd. Beide situaties kunnen dezelfde kapitaalstructuur en totale looptijd bepalen, doch verschillen beiden structureel en zullen aldus een invloed hebben op de waarde van de onderneming. De vraag naar de structuur van de schulden wordt de maturiteitsstructuur genoemd. Gezien het relatief weinig onderzochte karakter van het onderwerp, heeft de verhandeling niet de overmoedige ambitie gehad om een pasklare strategie te presenteren met dewelke een optimale looptijd en maturiteitsstructuur kan gekozen worden. Deze verhandeling heeft eerder een gefundeerd antwoord trachten te bieden op de vraag in welke mate fiscale en bankroet overwegingen met hun onderliggende determinanten, de maturiteitsstructuur en looptijd beslissing van Belgische ondernemingen beïnvloedt. Om deze vraag te beantwoorden, werd gekozen voor een empirische benadering waarin de uit de theoretische literatuur geëxtraheerde hypothesen worden getest. De theorie betreffende de invloed van de bankroet-belastingen afweging op de maturiteitsstructuur werd besproken aan de hand van Brick en Ravid (1985/1991). Deze artikelen analyseren de invloed van de termijnstructuur als onderliggende factor van de bankroet-belastingen afweging op de maturiteitsstructuur. De hypothese dat een éénmalige schulduitgifte optimaal is bij een voldoende steile termijnstructuur werd op basis van deze theorie vooropgesteld. Aangezien de maturiteitsstructuur van een onderneming empirisch moeilijk te testen is, werden de gevolgen van de gekozen maturiteitsstructuur op de looptijd van de schulden besproken. Hierbij werd de hypothese vooropgesteld dat ondernemingen in perioden met een voldoende steile termijnstructuur de voorkeur zouden moeten geven aan schulden met een langere looptijd (Guedes en Opler (1996)). In de verhandeling werd deze hypothese getest in een Belgische context. Uit het onderzoek is gebleken dat de termijnstructuur een significante invloed uitoefent op de looptijd van de schulden maar niet in de zin zoals men zou verwachten op basis van de theorie van Brick en Ravid (1985/1991). Ondernemingen lijken namelijk de voorkeur te geven aan schulden met een kortere looptijd naarmate de termijnstructuur steiler is. Deze conclusie wordt ook door ander onderzoek bevestigd (Guedes en Opler (1996) en Barclay en
Smith (1995)). Het verder uitdiepen van de invloed van de termijnstructuur op de maturiteitsstructuur lijkt dan ook noodzakelijk. De theorie met betrekking tot de invloed van de bankroet-belastingen afweging op de looptijd van de schulden komt vervolgens aan bod. De onderliggende determinanten van de bankroet-belastingen afweging die besproken worden, betreffen de belastingsvoet, de faillissementskosten (inclusief de faillissementskans), het activiteitenrisico en de schuldgraad van een onderneming. Voor elk van deze determinanten werden de gangbare theorieën besproken en empirisch getest. Uit het onderzoek is gebleken dat belastingen een negatieve invloed uitoefenen op de looptijd van de schulden. Dit resultaat kan verklaard worden aan de hand van Kane en Marcus en McDonald (1985). Met betrekking tot de faillissementskosten werd op basis van de theorie besloten dat er een negatief verband zou moeten bestaan tussen de faillissementskosten en de looptijd van de schulden. Het empirisch onderzoek kon deze conclusie niet bevestigen. De moeilijk te meten faillissementskosten lijken namelijk geen significante invloed uit te oefenen op de looptijd van de schulden. De faillissementskans echter, beïnvloedt de looptijd van de schulden wel significant maar niet op de wijze die men zou verwachten op basis van de bankroet-belastingen theorie. Uit ons onderzoek blijkt er namelijk een niet-monotoon verband te bestaan tussen de faillissementskans en de looptijd van de schulden. Het empirische resultaat lijkt de asymmetrische informatie theorie van Diamond (1991) te bevestigen. Wat betreft het activiteitenrisico komen we in de verhandeling tot het besluit dat er op basis van de bankroet-belastingen afweging een negatieve invloed zou moeten uitgaan van het activiteitenrisico op de looptijd van de schulden. Deze conclusie werd in ons onderzoek bevestigd. In tegenstelling tot het activiteitenrisico kan de bankroet-belastingen afweging geen verklaring bieden voor de negatieve invloed van de schuldgraad. Ook hier wordt de rol van de asymmetrische informatie theorie bevestigd. De rol van de asymmetrische informatie wordt verder bevestigd door de mogelijkheid tot het verschaffen van waarborgen. Uit het onderzoek blijkt namelijk dat er een positief verband bestaat tussen de mogelijkheid tot het verschaffen van waarborgen en de looptijd van de schulden. Uit de verhandeling blijken voornamelijk twee conclusies. Fiscale en faillissementsoverwegingen spelen een zekere rol bij de looptijd en maturiteitsstructuur beslissing maar niet op dominante wijze. Een tweede conclusie is dat de asymmetrische informatie theorie de empirische resultaten goed lijkt te verklaren.
REFERENTIES Barclay M.J. and Smith C.W., 1995, The Maturity Structure of Corporate Debt, Journal of Finance 50, 2,.609-631, June 1995. Brick I.E. and Ravid S.A., 1985, On the Relevance of Debt Maturity Structure, Journal of Finance 40, 5, 1423-1437, December 1985. Brick I.E. and Ravid S.A., 1991, Interest Rate Uncertainty and the Optimal Debt Maturity Structure, Journal of Financial and Quantitative Analysis 26, 1, 63-81, March 1991.
Diamond D.W., 1991, Debt Maturity Structure and Liquidity Risk, Quarterly Journal of Economics 106, 3, 709-737, August 1991. Guedes J. and Opler T., 1996, The Determinants of the Maturity of Corporate Debt Issues, Journal of Finance 51, 5, 1809–1833, December 1996. Kane A., Marcus A.J. and McDonald R.L., 1985, How Big is the Tax Advantage to Debt?, Journal of Finance 39, 3, 841-853, July 1984.
